跨国公司在中国西部地区技术扩散效应的实证分析

【摘 要】“一带一路”战略背景下，西部地区吸引FDI比重逐年增长，经济将加快发展步伐，企业技术能力得到不断提升。本文利用协整理论考察跨国公司在我国西部地区的技术扩散效应。实证结果表明，我国西部地区外商直接投资与技术扩散存在长期稳定关系，证实了跨国公司的直接投资是我国西部地区技术进步的一个重要原因。

【关键词】跨国公司 技术扩散效应 协整理论

【Abstract】This paper utilize Co-integration test inspecting a multinational corporations technology spillovers effect in west China. Positive analysis is indicated long-term stability relation between FDI in west China and technology spillovers， and is confirmed foreign investment of multinational corporations is a significant cause of western area technological progress.

【Key words】Multinational Corporations Technology Spillovers Effect Co-integration Test

引言

跨国公司通过对在中国西部地区的技术转移进入当地市场，拥有明显的技术优势和资金实力，打破了原有的竞争格局，使市场竞争更加激烈。激烈的市场竞争使国内外企业想要维持或者重建市场地位就必须与同行企业之间相互竞争、相互学习。市场上每一家公司引进或研发出一项新技术，其他相关企业就会向该企业学习，并在学习的基础上创造出新的技术，或者有些企业就直接模仿该技术，经过一段时间以后，所有同行企业都会掌握这项技术，整个行业的技术水平就会得到提升。跨国公司在中国西部地区的技术扩散效应如何？是否能带动当地企业从“技术模仿――自主创新”的转换？

本文主要以中国西部地区为研究对象，对跨国公司技术扩散进行实证分析。在新增长理论中，技术进步内生化的表现方式有多种，如以Romer（1986）为代表的干中学模型，以Lucas（1990）为代表的人力资本模型以及Grossman & Helpman（1991）为代表的研发模型。事实上，在开放经济条件下，FDI 也是技术进步的重要来源之一，大量国际经验表明跨国公司的直接投资在国际间技术扩散中发挥了重要作用，成为技术在国际间扩散的主要渠道，因而本文以对 FDI 的分析来验证国际技术扩散对技术进步的影响。

总结以往国内外学者对 FDI 技术扩散效果的研究方法，不外乎以下几种：专业技术评价和产品分析；统计指标对比；问卷调查；以及计量经济分析。其中，最具综合性的是计量经济分析，它一般以测量外商投资系统的全要素生产率为目标，因为很显然，全要素生产率反映了一个区域和行业的整体技术进步水平，全要素生产率的提高才是FDI技术扩散效应的最终结果。在本文中，笔者采用计量经济分析方法中的协整理论等求证 FDI 技术扩散对我国西部地区技术进步的影响。

1 跨国公司在中国西部地区技术扩散效应的实证分析

1.1 变量的平稳性检验

由于本文的变量数据为时间序列数据，可能存在非平稳性，因此一般在取得样本数据的时候首先需要对数据进行平稳性检验，只有变量在满足一阶平稳I（1）的条件下，才能进行协整分析，确定各变量的长期稳定关系。本文选取1997年至2013年近10年的时间序列数据，考虑到对时间序列数据对数后不会改变其时序性质，且对数化后的数据容易得到平稳序列，因此对数据进行对数化处理，记作LTFP，LFDI。具体见表1①。

由表1的结果，我们可以看出LTFP和LFDI都是不平稳的时间序列，而在5%的置信水平下，它们的一阶差分都是平稳的，即都是I（1）序列，因此可以对时间序列数据进行协整分析。

1.2 跨国公司技术扩散效应的测算

在对变量进行单位根检验结束后，下一步就要对变量进行协整分析。主要是为了检验两个变量之间存在着长期均衡关系，并且避免在单位根检验时出现的伪回归现象。

协整理论表明如果两个或者两个以上的不平稳时间序列之间的某种线性组合是平稳的，则可以认为这两个或两个以上的时间序列之间存在着协整关系。因为LTFP和LFDI都是一阶单整变量，所以本文按照AEG法做协整回归并检验它们是否存在协整关系。

第一步：首先，假设LTFP和LFDI之间具有长期关系，建立模型：

LTFPt=b0+b1LFDIt+ut

第二步：求出LTFP和LFDI两变量的单整的阶

LTFP：LTFPt=0.4912-0.8480LTFPt-1

t=（2.0987） （-2.1037）

R2=0.4245 DW=1.7994

2 LTFPt=0.0040-1.3392LTFPt-1

t=（0.1864） （-3.2216）

R2=0.6749 DW=1.1461

LFDI： LFDIt=0.7548-0.2268LFDIt-1

t=（0.4743） （-0.4368）

R2=0.0308 DW=1.4533

2LFDIt=0.0755-0.8980LFDIt-1

t=（0.6374） （-1.9752）

R2=0.4383 DW=1.9583

由第二步可知，LTFP和LFDI都是非平稳的，而LTFP和LFDI都是平稳的。这就是说，LTFP～I（1），LFDI～I（2），因而我们可以进入下一步。

第三步：进行协整回归，结果如下：

LTFPt=0.1896+0.0117LFDIt+ut

t=（3.3938） （0.2295）

R2=0.007471 DW=1.6326

同时，我们根据公式1计算并保存残差（均衡误差估计值）ut。

第四步：检验et平稳性。

ut=-1.3727ut-1

t=-6.4423

AEG值就是上式中的ut-1的t值，AEG=-6.4423

从协整检验可以看出来，在中国西部地区外商直接投资与技术进步之间存在着长期均衡的关系。在以全要素来衡量技术进步的情况下，FDI对技术进步却具有一定的正面推动作用，从而支持了我国西部地区FDI具有技术扩散效应的假设。这由公式2可以看出，当FDI每增加1个百分点，全要素生产率就增加0.0117个百分点。但是在我国西部地区这种技术扩散效应还是非常不明显的，主要原因是每年流入西部地区的FDI较少而引起的。

1.3 技术扩散效应的误差修正模型

协整分析中最重要的结果可能是所谓的“格兰杰代表理论”。按照此定理，一组具有协整关系的的变量具有误差修正模型（ECM）。

此模型最重要的作用是调整两变量短期均衡行为。

LTFPt=0.3271-0.0274LFDIt-0.4675ut-1

t=（2.037） （-0.3944） （-2.0567）

R2=0.4630 DW=1.7606

结果表明，外商直接投资（FDI）对全要素生产率（TFP）存在正向影响。此外，由于短期调整系数是显著的，表明每年实际发生的全要素生产率与其长期均衡值的偏差中的50%（0.4675）被修正。并且从公式3-公式4可见，模型的拟合度R2不高，为0.4630，这是因为模型缺省了一些自变量的原因。误差修正模型只考虑了外资对技术进步的影响，而没有包括国内企业R&D投入、人力资本以及政府研发投入这些因素对技术进步的影响作用，但这并不影响模型变量之间的关系，尤其是模型所反映的变量之间的长期关系。

同时，FDIt-1的t统计值通过检验，说明跨国公司FDI对我国西部地区技术进步有显著的时滞性。这主要源于两方面原因。

一方面，跨国公司所带来的先进技术并不能迅速适应当地生产条件、市场环境的要求，外资企业首先花费一定的时间来进行人员培训、技术改造、技术支持，以改进其技术的适应性；另一方面，跨国公司对技术进步的影响还受到当地吸收能力的制约。我国西部地区企业对外资企业先进技术的吸收、消化需要一个过程，由于初始技术水平的差距，以及受本国人力资源丰裕度、经济开放程度、基础设施状况、生产条件、管理水平等的限制，当地企业往往需要一个较长时期才能模仿、吸收外资企业的技术，导致FDI技术扩散效应的时滞。

2 中国西部地区技术创新能力提升的对策与建议

从实证分析结果来看，以跨国公司直接投资方式为主要形式的技术扩散效应导致了我国西部地区的技术进步。在我国“一带一路”发展战略的指导下，我国西部地区借此契机大力开展“丝绸之路”经济，发展与中亚各国的贸易往来，吸引跨国公司的投资，促进跨国公司在中国西部地区技术溢出效应，带动西部地区技术能力提升。

但是，跨国公司在我国西部地区的技术扩散效应非常不显著。主要表现在跨国公司在是否增加对我国西部地区直接投资而产生的技术扩散效应时考虑的因素有很多，如看似巨大的市场真正的开放度如何，劳动力成本是否依然廉价，政策优惠程度如何等等。

同时，由于地理位置、文化以及政策等的原因，导致了跨国公司长期以来在我国西部地区的技术扩散效应相较于东部地区来说还是非常不明显的，而这种跨国公司对华技术扩散在区域间的不平衡分布、溢出效应的不同，加剧了跨国公司在我国西部地区技术扩散效应的不显著。

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